EFISIENSI PEMANFAATAN INPUT PRODUKSI USAHATANI PADI LADANG DI KECAMATAN BUNGKU UTARA KABUPATEN MOROWALI

Transkripsi

1 J. Agroland 17 (2) : , Agustus 2010 ISSN : X EFISIENSI PEMANFAATAN INPUT PRODUKSI USAHATANI PADI LADANG DI KECAMATAN BUNGKU UTARA KABUPATEN MOROWALI Efficiency of Production Input Use of Dry Land Rice Farming in North Bungku of Morowali Regency Nilam Sari 1) 1) Jurusan Sosial Ekonomi Pertanian, Fakultas Pertanian, Universitas Tadulako, Jl. Soekarno Hatta Km 9 Palu 94118, Sulawesi Tengah Telp/Fax: ABSTRACT This research aimed at finding out: (a) factors influencing the dryland paddy production at Bungku Utara Sub-district; and (b) the efficiency of the use of the production factors at the dryland paddy farming. A multistage random sampling technique was applied to draw out samples for this research. Firstly, the sample of villages was determined using a purposive sampling method. Three villages were then chosen as the location of the research. They were village of Baturube, village of Kalombang and village of Womparigi. Secondly, the sample of farmers involved was determined. Since there were 230 farmers from those 3 villages,a simple random sampling method was used to draw 130 of them as the sample of the research subject. The research findings showed that (a) the production factors of land size, urea fertilizer, SP36 fertilizer and KCl fertilizer have a significant influence on the dryland paddy production, while the other factors such as seed, pesticide and human labor have no significant influence; and (b) economically, the use of production factors such as land size, seed, urea, SP36, and KCl fertilizers, pesticide and human labor was sufficiently inefficient. Key words: Cobb-Douglas production function, dryland paddy, efficiency, production factors PENDAHULUAN Usaha pengembangan tanaman padi, selain untuk memenuhi kebutuhan pangan masyarakat juga diarahkan untuk meningkatkan rata-rata pendapatan per kapita para petani. Tanaman padi ditanam pada dua jenis lahan yang yaitu lahan basah (sawah) dan lahan kering (ladang). Di Indonesia penanaman padi lebih dominan dilakukan di lahan basah (sawah). Akan tetapi ada beberapa daerah di Indonesia yang tidak potensial untuk tanaman padi sawah, sehingga untuk memenuhi kebutuhan masyarakat akan bahan makanan pokok, maka dilakukan penanaman padi ladang pada lahan kering. Sulawesi Tengah merupakan salah satu provinsi di Kawasan Timur Indonesia yang memiliki lahan kering cukup luas, yang sebagian besar penduduknya menyandarkan 154 kebutuhan hidup di bidang pertanian, sehingga pembangunan pertanian di daerah ini banyak ditekankan pada pertanian tanaman pangan sebagai prioritas utama dalam pelaksanaan pembangunan ekonomi. Hal ini dimaksudkan untuk meningkatkan produksi dan pendapatan petani agar tercapai kesejahteraan di perdesaan melalui upaya dan strategi yang telah ditentukan oleh pemerintah. Salah satu Kecamatan di Kabupaten Morowali yang sebagian petani mengusahakan tanaman padi ladang adalah Kecamatan Bungku Utara. Petani dalam mengelola usahataninya menggunakan dan mengkombinasikan berbagai input teknologi seperti pupuk dan obat-obatan untuk menghasilkan output. Pemanfaatan input oleh petani hanya berdasarkan kebiasaan tanpa mempertimbangkan penggunaan input yang dapat menghasilkan output optimal. 154

2 Studi tentang faktor-faktor yang mempengaruhi produksi dan efisiensi pemanfaatan faktor produksi pada usahatani padi telah dilakukan oleh beberapa peneliti, diantaranya penelitian Sumaryanto (2003) menunjukkan bahwa efisiensi usahatani padi dipengaruhi oleh faktor luas lahan, pupuk urea/za, pupuk TSP/SP36 dan pengeluaran untuk irigasi pompa dan Salsinha (2005) menunjukkan bahwa produksi dan efisiensi produksi usahatani padi sawah dipengaruhi oleh faktor luas lahan, benih, pupuk urea, pupuk TSP dan tenaga kerja. Penelitian ini bertujuan untuk mengetahui (a) faktor-faktor yang mempengaruhi produksi padi ladang di Kecamatan Bungku Utara; dan (b) efisiensi pemanfaatan faktor produksi usahatani padi ladang di Kecamatan Bungku utara. BAHAN DAN METODE Penelitian dilaksanakan di Kecamatan Bungku Utara Kabupaten Morowali pada bulan Pebruari sampai dengan April tahun 2010, pemilihan Kecamatan Bungku Utara sebagai lokasi penelitian karena wilayah tersebut memiliki luas areal padi ladang yang cukup luas. Penentuan sampel penelitian menggunakan metode multistage random sampling. Di kecamatan tersebut dipilih tiga desa, yaitu: Desa Baturube, Kalombang, dan Womparigi. Jumlah sampel petani untuk masing-masing desa ditentukan dengan menggunakan metode acak sederhana (simple random sampling) dengan persamaan Yamale dalam Sudrajat (2002). Jumlah populasi di wilayah penelitian sebanyak 230 orang yang tersebar pada tiga desa di Kecamatan Bungku Utara, yaitu: Desa Baturube sebanyak 80 orang petani. Desa Kalombang sebanyak 75 orang petani. Desa Womparigi sebanyak 75 orang petani. Jumlah sampel terpilih untuk masing-masing desa, yaitu: 1) Desa Baturube yaitu 44 orang petani, 2) Desa Kalombang yaitu 43 orang petani, dan 3) Desa Womparigi yaitu 43 orang petani. Adapun variabel dependen pada penelitian yaitu produksi padi ladang dan variabel independen pada penelitian terdiri atas luas lahan, benih, pupuk urea, pupuk SP36, pupuk KCl, pestisida dan tenaga kerja. Model umum yang digunakan dalam analisis fungsi produksi adalah double log untuk persamaan penduga (Meeusen dan van den Broek, 1977; Debertin, 1986; Kumbhakar, 1987; Beattie dan Taylor, 1996; Adnan dkk, 2004) Beberapa keuntungan penggunaan double log adalah cukup sederhana dan lebih mudah dalam penafsiran elastisitas setiap variabel yang diduga berpengaruh. Secara matematis dapat ditulis dalam bentuk persamaan sebagai berikut: Y n A X i1 i i Bila persamaan (1) ditransformasikan ke dalam bentuk logaritma ganda (log) dapat ditunjukkan hubungan-hubungan linier antara variabel dependen (Y) dan independen (X i ) serta memungkinkan untuk dianalisis dengan metode Ordinary Least Square (OLS) sepanjang terpenuhi syarat-syarat klasik (homoskedastisitas, non-autokorelasi dan non-multikolinearitas). Bentuk transformasinya adalah: (Widodo, 1986) n Keterangan: Y = variabel independen = intersep i = koefisien regresi (elastisitas) X i = variabel dependen u = kesalahan atau error Secara operasional, berdasarkan persamaan (2) dapat dikembangkan untuk mewujudkan tujuan penelitian yakni dilakukan dengan aplikasi model fungsi produksi sebagai berikut: Dalam bentuk logaritma ganda, persamaan (3) dapat diformulasikan sebagai berikut: e u (1) log Y log log X u (2) i1 PRODUK = f (LUAS, BENIH, UREA, SP36, KCl, PEST, TENAGA) (3) logproduk = log + 1 logluas + 2 logbenih + 3 logurea + 4 logsp logkcl + 6 logpest + 7 logtenaga + u (4) i i 155

3 Keterangan: PRODUK : Produksi (kg) LUAS : Luas Lahan (ha) BENIH : Benih (kg) UREA : Pupuk urea (kg) SP36 : Pupuk SP36 (kg) KCl : Pupuk KCl PEST : Pestisida (liter) TENAGA : Tenaga kerja (HKSP) : Intersep 1-7 : Koefisien regresi dari variabel independen Untuk menghitung efisiensi alokasi penggunaan faktor-faktor produksi digunakan rumus: (Lau dan Yotopoulos, 1971; Soekartawi, 1994 dan 1995). Y PY/ X P X atau NPM Xi /P Xi = 1 (5) Keterangan: = elastisitas produksi Y = output rata X = input rata P Y = harga output rata-rata P X = harga input rata-rata NPM = nilai produk marginal input ke-i Xi = harga input ke-i P Xi HASIL DAN PEMBAHASAN Estimasi Fungsi Produksi. Dari hasil analisis diperoleh persamaan fungsi produksi sebagai berikut: Tabel 1. Estimasi Fungsi Produksi per Usahatani Padi Ladang, Tahun 2010 logproduk = 1, ,9329 logluas + 0,0345 logbenih + 0,0383 logurea + 0,0275 logsp36 + 0,0279 logkcl - 0,0053 logpest + 0,1010 logtenaga Untuk memudahkan pembahasan yang akan dilakukan, model fungsi produksi padi ladang diringkas dan disajikan pada Tabel 1. Hasil uji keseluruhan (over all test) dengan metode OLS diperoleh nilai F hitung > F tabel ( = 0,05) yaitu 229,33 > 2,02, menunjukkan bahwa variabel luas lahan, benih, pupuk urea, pupuk SP36, pupuk KCl, pestisida dan tenaga kerja secara bersama memberikan pengaruh yang nyata terhadap produksi padi ladang di daerah penelitian. Nilai R 2 sebesar 0,929 menunjukkan bahwa variasi variabel luas lahan, benih, pupuk urea, pupuk SP36, pupuk KCl, pestisida dan tenaga kerja yang dimasukan dalam model, telah mampu menerangkan variasi variabel produksi sebesar 92,90% sedangkan sisanya sebesar 7,10% dipengaruhi oleh variasi faktor lain yang tidak dimasukan dalam model. Hal ini dapat dipahami karena pada waktu melakukan penelitian tidak terjadi serangan hama dan penyakit. No Sumber Variasi Koefisien Regresi Keterangan 1. Luas Lahan (logluas) 0,9329 (2,897 * ) N = 130 R 2 = 0, Benih (logbenih) 0,0345 (1,674 tn ) F Hitung = 229,33 3. Pupuk Urea (logurea) 0,0383 (4,127 ** ) DW = 1,8334 Jumlah i = 1,17 4. Pupuk SP36 (log(sp36) 0,0275 (3,235 ** ) * = signifikan pada ( = 5%) 5. Pupuk KCl (logkcl) 0,0279 (2,846 * ) ** = signifikan pada ( = 1%) 6. Pestisida (logpest) -0,0053 (-0,133 tn ) tn = tidak signifikan pada ( = 5%) 7 Tenaga Kerja (logtenaga) 8. Konstanta 1,959 0,1010 (1,712 tn )

4 Koefisien regresi luas lahan garapan (LUAS) pada analisis per usahatani sebesar 0,9329, nilai koefisien ini menunjukkan bahwa setiap penambahan 100 persen luas lahan garapan akan diikuti dengan kenaikan produksi sebesar 93,29%. Kenyataan dilapangan menunjukkan bahwa tanah cukup subur dan cukup elastis dengan produksi padi ladang yang diusahakan di lahan tersebut. Koefisien regresi benih (BENIH) sebesar 0,0345 dan tidak signifikan secara statistik pada tingkat kesalahan 5%. Koefisien regresi benih tersebut tidak signifikan disebabkan pemakaian benih pada tingkat 41,48 kg per usahatani (1,12 ha) atau 37,04 kg per hektar telah mendekati dosis rekomendasi (40 kg per hektar) dan kurang bervariasi antara satu petani dengan lainnya. Koefisien regresi sebesar 0,0345 dapat diartikan bahwa setiap penambahan benih 100 persen akan diikuti dengan kenaikan produksi sebesar 3,45 persen. Pernyataan ini tidak mengikat karena uji statistiknya tidak signifikan. Oleh karena alokasi penggunaan benih belum efisien. Dengan demikian penggunaan benih masih dapat ditambahkan. Koefisien pupuk urea (UREA) pada analisis per usahatani sebesar 0,0383 (signifikan secara statistik pada tingkat kesalahan 1%). Hal ini menunjukkan bahwa padi ladang respon terhadap dosis pupuk urea sebesar 113,46 kg per usahatani (1,12 ha). Nilai koefisien regresi sebesar 0,0383 mempunyai arti bahwa setiap penambahan pupuk urea sebesar 100 persen akan diikuti dengan kenaikan produksi padi ladang sebesar 3,83 persen. Koefisien regresi pupuk SP36 (SP36) pada analisis per usahatani sebesar 0,0275 (signifikan secara statistik pada tingkat kesalahan 1%). Hal ini menunjukkan bahwa padi ladang cukup respon terhadap dosis pupuk SP36 sebesar 105,35 kg per usahatani (1,12 ha). Nilai koefisien regresi sebesar 0,0275 mempunyai arti bahwa setiap penambahan pupuk SP36 sebesar 100 persen akan diikuti dengan kenaikan produksi padi ladang sebesar 2,75 persen. Walaupun kenaikannya kecil namun memberikan pengaruh terhadap produksi padi ladang dan pernyataan ini mengikat karena uji statistiknya memberikan pengaruh yang signifikan. Koefisien regresi pupuk KCl (KCl) pada analisis per usahatani sebesar 0,0279 (signifikan secara statistik pada tingkat kesalahan 5%). Hal ini menunjukkan bahwa padi ladang cukup respon terhadap dosis pupuk KCl sebesar 106,54 kg per usahatani (1,12 ha). Nilai koefisien regresi sebesar 0,0279 mempunyai arti bahwa setiap penambahan pupuk KCL sebasar 100 persen akan diikuti dengan kenaikan produksi padi ladang sebesar 2,79 persen. Namun pada usahatani ini secara teknis penggunaan pupuk KCL telah melebihi kapasitas produksi, untuk itu penggunaan pupuk KCL perlu dikurangi. Koefisien regresi pestisida (PEST) pada analisis per usahatani sebesar -0,0053 (tidak signifikan secara statistik pada tingkat kesalahan 5%). Hal ini menunjukkan bahwa padi ladang memberikan respon yang negatif terhadap dosis pestisida sebesar 3,67 liter per usahatani (1,12 ha). Nilai koefisien regresi sebesar -0,0053 mempunyai arti bahwa setiap penambahan dosis pestisida sebesar 100 persen akan diikuti dengan penurunan produksi padi ladang sebesar 0,053 persen. Walaupun pengaruhnya negatif namun pernyataan tidak mengikat karena uji statistiknya tidak memberikan pengaruh yang signifikan. Koefisien regresi tenaga kerja (TENAGA) pada analisis per usahatani sebesar 0,1010 (tidak signifikan secara statistik pada tingkat kesalahan 5%). Ini menunjukkan bahwa penggunaan tenaga kerja pada usahatani padi ladang tidak memberikan pengaruh yang nyata terhadap produki padi ladang. Nilai koefisien regresi sebesar 0,1010 mempunyai arti bahwa setiap kenaikan 100 persen tenaga kerja akan diikuti dengan kenaikan produksi sebesar 10,10 persen. Namun pernyataan ini tidak mengikat karena uji statistiknya tidak memberikan pengaruh yang signifikan. Dengan demikian untuk mencapai efisien maka tanaga kerja perlu ditambahkan. Peningkatan luas lahan, pupuk urea, pupuk SP36 dan pupuk KCl akan 157

5 meningkatkan produksi padi ladang, hal ini konsisten dengan hasil penelitian Salsinha (2005) bahwa produksi usahatani padi sawah dipengaruhi oleh luas lahan, benih, pupuk urea, dan pupuk TSP/SP36. peningkatan faktor produksi tersebut dapat meningkatkan produksi usatani padi sawah yang dikelola petani. Menurut Soekartawi (1994) jika elastisitas yang terdapat pada model fungsi Cobb-Douglas dijumlahkan, secara teknis dapat diketahui adanya skala kenaikan hasil yang telah dicapai. Jika jumlah b i = 1, dapat dikatakan skala kenaikan hasil yang tetap, jika b i > 1, dapat dikatakan skala kenaikan hasil yang makin bertambah dan jika b i < 1, adalah skala kenaikan hasil yang makin berkurang. Sehubungan dengan hal tersebut, ternyata skala kenaikan hasil yang terdapat pada fungsi produksi Cobb-Douglas per usahatani padi ladang petani transmigran sebesar 1,17, yang berarti bertendensi ingreasing return to scale (IRS). Karena IRS telah dicapai, dapat diartikan bahwa secara teknis penambahan alokasi faktor-faktor produksi masih memungkinkan untuk dilakukan. Hal ini mengindikasikan bahwa petani transmigran masih dapat menata kembali alokasi penggunaan faktor-faktor produksinya pada usahatani padi ladang. Analisis Efisiensi Alokasi Faktor-faktor Produksi. Hasil analisis yang terdapat pada Tabel 1 dapat digunakan untuk menghitung efisiensi (efisiensi harga) dari alokasi penggunaan faktor produksi luas lahan, benih, pupuk urea, pupuk SP36, pupuk KCl, pestisida dan tenaga kerja. Efisiensi harga atau sering pula disebut allocative efficiency dapat dipakai sebagai alat untuk mengukur efisiensi usahatani. Hasil analisis efisiensi alokasi faktor produksi luas lahan, benih, pupuk urea, pupuk SP36, pupuk KCl, pestisida dan tenaga kerja disajikan Tabel 2. Penggunaan faktor produksi luas lahan, benih, pupuk urea, pupuk SP36, pupuk KCl, pestisida dan tenaga kerja pada tingkat pemakaian yang berlaku saat ini belum efisien (optimum). Bahkan pengalokasian faktor produksi pupuk KCl dan pestisida telah melebihi optimum. Tabel 2. Analisis Efisiensi Alokasi Faktor Produksi Luas Lahan, Benih, Pupuk Urea, Pupuk SP36, Pupuk KCl, Pestida dan Tenaga Kerja per Usahatani Padi Ladang, Tahun 2010 No Sumber Variasi Elastisitas (i) Rata-rata peubah (Xi * ) PFM Xi Hy NPM xi Hxi NPM/Hxi (efisiensi) 1 Luas Lahan (ha) 0, , , a 7,02 2 Benih (kg) 0, ,48 2, b 1,40 3 Pupuk Urea (kg) 0, ,46 1, c 1,78 4 Pupuk SP36 (kg) 0, ,38 0, d 1,22 5 Tenaga Kerja (HKSP) 0, ,65 6, e 1,14 6 KCl (kg) 0, ,54 0, f 0,92 7 Pestisida (liter) 0, ,67 4, g 0,58 Keterangan : * = Rata-rata geometrik a = sewa tanah per musim per hektar Y = 3371 kg per usahatani b = harga beli benih per kg PFM xi = Produk fisik marginal c = harga beli pupuk urea per kg Hy = Harga jual produksi per kg d = harga beli pupuk SP36 per kg NPM xi = Nilai produk marginal f = harga beli pupuk KCl per kg g = harga beli pestisida per liter e = harga per HKSP

6 Rasio antara Nilai Produk Marginal (NPM) dari faktor produksi luas lahan dengan harga sewa tanah per musim per hektar adalah lebih besar dari satu (7,02). Hal ini menunjukkan bahwa secara ekonomis alokasi dari faktor produksi luas lahan pada tingkat 1,12 ha belum efisien. Dengan demikian jelaslah bahwa jika saja masih dapat dilakukan penambahan alokasi penggunaan luas lahan garapan usahatani, maka petani transmigran akan mendapatkan keuntungan yang lebih besar. Rasio antara NPM dari faktor produksi benih padi ladang dengan harga beli per kilogramnya lebih besar dari satu (1,40). Hal ini menunjukkan bahwa secara ekonomis alokasi faktor produksi benih padi ladang pada tingkat 41,48 kg per usahatani relatif belum efisien. Dengan demikian usaha untuk meningkatkan keuntungan petani masih memungkinkan, yaitu dengan cara mengalokasikan faktor produksi benih padi ladang sampai pada tingkat 58,15 kg. Berdasarkan estimasi, pengalokasian faktor produksi benih padi ladang pada tingkat 58,15 kg akan menghasilkan produksi sebesar 3.876,65 kg, sehingga NPM dari benih padi ladang akan ekuivalen dengan harga beli per kilogramnya (NPM BENIH /H BENIH = 1). Rasio antara NPM dari faktor produksi pupuk urea dengan harga per kilogramnya adalah lebih besar dari satu (1,78). Hal ini berarti secara ekonomis alokasi dari faktor produksi pupuk urea pada tingkat 113,46 kg per usahatani relatif belum efisien. Dengan demikian usaha untuk meningkatkan keuntungan petani masih memungkinkan, yaitu dengan cara mengalokasikan faktor produksi pupuk urea sampai pada tingkat 201,73 kg. Berdasarkan estimasi dengan mengkondisikan NPM faktor pupuk urea sama dengan harga beli per kilogramnya, maka pengalokasian faktor produksi pupuk urea pada tingkat 201,73 kg akan menghasilkan produksi sebesar 4.303,64 kg, sehingga NPM pupuk urea akan ekuvalen dengan harga beli per kilogramnya (NPM UREA /H UREA = 1). Rasio antara NPM dari faktor produksi pupuk SP36 dengan harga beli per kilogramnya adalah lebih besar dari satu (1,22). Hal ini berarti secara ekonomis alokasi dari faktor produksi pupuk SP36 pada tingkat 105,38 kg per usahatani (1,12 ha) relatif belum efisien. Dengan demikian usaha untuk meningkatkan pendapatan petani yaitu dengan cara mengalokasikan faktor produksi pupuk SP36 sampai pada tingkat 128,75 kg per usahatani. Berdasarkan estimasi, pengalokasian faktor produksi pupuk SP36 sampai pada tingkat 128,75 kg per usahatani akan menghasilkan produksi sebesar 4.635,13 kg, sehingga nilai NPM dari faktor produksi pupuk SP36 akan ekuivalen dengan harga beli per kilogramnya (NPM SP36 /H SP36 = 1). Rasio antara NPM dari faktor produksi pupuk KCl dengan harga per kilogramnya adalah lebih kecil dari satu (0,92). Hal ini berarti secara ekonomis alokasi dari faktor produksi pupuk KCl pada tingkat 106,54 kg per usahatani saat ini juga relatif tidak efisien, karena pupuk KCl yang digunakan telah melebihi maksimal. Dengan demikian usaha untuk meningkatkan keuntungan petani masih memungkinkan, yaitu dengan cara mengurangi pengalokasian faktor produksi pupuk KCl sampai pada tingkat 97,97 kg. Berdasarkan estimasi, pengurangan pengalokasian faktor produksi pupuk KCl sampai pada tingkat 97,97 kg per usahatani akan menghasilkan produksi sebesar 4.702,55 kg, sehingga nilai NPM dari faktor produksi pupuk KCl akan ekuivalen dengan harga beli per kilogramnya (NPM KCl /H KCl = 1). Rasio antara NPM dari faktor produksi pestisida dengan harga per kilogramnya adalah lebih kecil dari satu (0,58). Hal ini berarti secara ekonomis alokasi dari faktor produksi pestisida pada tingkat 3,67 liter per usahatani relatif tidak efisien, karena pestisida yang digunakan telah melebihi optimum. Dengan demikian usaha untuk meningkatkan keuntungan petani masih memungkinkan, yaitu dengan cara mengurangi pengalokasian faktor produksi pestisida sampai pada tingkat 2,13 liter. Berdasarkan estimasi, pengurangan 159

7 pengalokasian faktor produksi pestisida sampai pada tingkat 2,13 kg per usahatani akan menghasilkan produksi sebesar 3.573,26 kg, sehingga nilai NPM dari faktor produksi pestisida akan ekuivalen dengan harga beli per kilogramnya (NPM PEST /H PEST = 1). Rasio antara NPM dari faktor produksi tenaga kerja dengan harga per HKSPnya adalah lebih besar satu (1,14). Hal ini berarti secara ekonomis alokasi dari faktor produksi tenaga kerja pada tingkat 49,65 HKSP per usahatani (1,12 ha) relatif belum efisien. Dengan demikian usaha untuk meningkatkan pendapatan petani dapat dilakukan dengan menambah pengalokasian faktor produksi tenaga kerja sampai pada tingkat 56,75 HKSP per usahatani. Berdasarkan estimasi, dengan menambah pengalokasian faktor produksi tenaga kerja sampai pada tingkat 56,75 HKSP per usahatani akan menghasilkan produksi sebesar 3.404,71 kg, sehingga nilai NPM dari faktor produksi tenaga kerja akan ekuivalen dengan harga per HKSPnya (NPM TENAGA /H TENAGA = 1). KESIMPULAN DAN SARAN Berdasarkan hasil penelitian, maka dapat disimpulkan sebagai berikut: (a) faktor produksi luas lahan, pupuk urea, pupuk SP36, dan pupuk KCl berpengaruh nyata terhadap produksi padi ladang, sedangkan faktor benih, pestisida dan tenaga kerja berpengaruh tidak nyata terhadap produksi padi ladang, dan (b) penggunaan faktor produksi luas lahan, benih, pupuk urea, pupuk SP36, pupuk KCl, pestisida dan tenaga kerja secara ekonomis relatif belum efisien. Berdasarkan hasil penelitian maka disarankan kepada petani : (a) untuk meningkatkan keuntungan maka alokasi benih dapat ditingkatkan sampai 58,15 kg per usahatani, sehingga menghasilkan produksi sebesar 3.876,65 kg per usahatani, (b) penggunaan pupuk urea dapat ditingkatkan sampai 201,73 kg per usahatani, sehingga menghasilkan produksi 4.303,64 kg per usahatani, (c) penggunaan pupuk SP36 dapat ditingkatkan sampai 128,75 kg per usahatani, sehingga menghasilkan produksi 4.635,13 kg per usahatani, (d) penggunaan pupuk KCl dapat dikurangi sampai pada tingkat 97,97 kg per usahatani, sehingga menghasilkan produksi 4.702,55 kg per usahatani, (e) penggunaan pestisida dapat dikurangi sampai pada tingkat 2,13 liter per usahatani, sehingga menghasilkan produksi 3.573,26 kg per usahatani, dan (f) penggunaan tenaga kerja dapat ditingkatkan sampai pada tingkat 56,75 HKSP per usahatani, sehingga menghasilkan produksi 3.404,74 kg perusahatani. DAFTAR PUSTAKA Adnan, H. M., Masyhuri dan Dwindjono, H.D., Optimasi Industri Rumah Tangga Gula Aren pada Kelompok Usaha Bersama (KUB) dan Bukan KUB di Desa Pemepek Kecamatan Pringgarata Kabupaten Lombok Tengah. J. Agrosains, 17(4): Beattie, B.R., dan Taylor, C.R., Ekonomi Produksi. Alih Bahasa Soeratno Josohardjono. Gadjah Mada University Press, Yogyakarta. Debertin, D.L., Agricultural Production Ekonomics. Second Edition. Mc. Graw-Hill Inc., New York. Kumbhakar, Subal C The Specification of Technical and Allocative Inefficiency in Stochastic Production and Profit Frontiers. J. of Econometrics, 34: Lau, I.J. dan P.A. Yotopoulos, A Test Relatif Efficiency and Application to Indian Agricultural. American Economics Review, P Meeusen, W. and van den Broeck, J Efficiency Estimation from Cobb Douglas Production Functions with Composed Error. International Economic Review, 18:

8 Salsinha, J.N., Efisiensi Pemanfaatan Faktor Produksi Terhadap Peningkatan Produktivitas Usahatani Padi Sawah di Sub Distrik Maliana Distrik Bobonaro Timor Leste. Tesis, Sekolah Pascasarjana Universitas Gadjah Mada, Yogyakarta. Soekartawi, Teori Ekonomi Produksi Dengan Pokok Bahasan Analisis Fungsi Cobb Douglas. Raja Grafindo Persada, Jakarta., Analisis Usahatani. Universitas Indonesia Press, Jakarta. Sudrajat SW Metode Penarikan Sampel dan Penyusunan Skala. Diktat Pengajaran pada Program Pascasarjana Universitas Padjajaran. Bandung. Sumaryanto, Wahida dan Siregar, M., Determinan Efisiensi Teknis Usahatani Padi di Lahan Sawah Irigasi. J. Agro Ekonomi, 21(1): Widodo, S Total Productivity and Frontier Production Function. J. Agroekonomi, 4(1):